Đầu tư trực tiếp nước ngoài và kích thích xuất khẩu Tăng trưởng kinh tế giai đoạn 2010 – 2020

Đầu tư trực tiếp nước ngoài và kích thích xuất khẩu Tăng trưởng kinh tế giai đoạn 2010 – 2020 TÓM TẮT Các mục đích của đây nghiên cứu Là đến ước tính các năng động tác động của ngoại quốc thẳng thắn đ.

Đầu tư trực tiếp nước ngồi kích thích xuất Tăng trưởng kinh tế giai đoạn 2010 – 2020 TĨM TẮT Các mục đích nghiên cứu Là đến ước tính động tác động ngoại quốc thẳng thắn đầu tư (FDI) xuất vào tăng trưởng kinh tế Peru (1970–2020) sử dụng chuỗi hàng năm Bắt đầu với mơ hình tĩnh Mundell – Fleming lý thuyết với giả định, thấy thay đổi xuất không ảnh hưởng đến GDP tác động FDI lên GDP tích cực tiêu cực tùy thuộc vào so sánh dốc LÀ LM đường cong Các biến ngoại quốc thẳng thắn dòng vốn đầu tư ròng (% GDP), xuất hàng hóa dịch vụ (% GDP) tốc độ tăng trưởng GDP (%) FDI xuất tạo thành q trình tích hợp bậc nhất; đó, tốc độ tăng trưởng GDP trình cố định Các Granger quan hệ nhân chứng Phản hồi GDP hàng xuất Do FDI dẫn đầu giả thuyết tăng trưởng Đang cân nhắc phụ thuộc Biến đổi GDP phát triển tỷ lệ, tự phục hồi phân phối đồng liên kết tụt hậu ràng buộc kiểm tra trình diễn phát đồng liên kết bao gồm tích cực tác động cân dài hạn từ xuất FDI GDP Ước tính mơ hình sửa lỗi, ngắn hạn, FDI giải thích đến GDP hàng xuất có tầm thường va chạm thuộc kinh tế tăng trưởng Peru Cuối cùng, chúng tơi kết luận đường lối sách kinh tế Peru cần tiếp tục thu hút vốn nước ngồi để tăng FDI Từ khóa: FDI; thuộc kinh tế phát triển; hàng xuất Giới thiệu Cho đến nay, nghiên cứu bỏ qua phát triển mơ hình lý thuyết kinh tế vĩ mô liên quan đến ba biến quan tâm chúng ta, GDP, FDI xuất Thực tế nhấn mạnh Hsiao Hsiao ( 2006 ), người nói số cơng trình nghiên cứu điều trị mối quan hệ biến định trước qua chắn cơng thức kết hợp vào chức sản xuất Nghiên cứu mặt lý thuyết dựa GDP hàm xuất FDI Chúng chứng minh chức có từ giả định Trong trạng thái cân dung dịch cung cấp qua ngầm hiểu hàm số định lý áp dụng cho mơ hình kinh tế vĩ mơ Mundell – Fleming ( Fleming 1962 ; Mundell 1963 ) với giả định cho Hơn nữa, tác động lý thuyết FDI GDP — thu so sánh tĩnh phát sinh từ trạng thái cân giải pháp — cho phép đến sản xuất kinh tế lượng vĩ mô áp dụng kết xem xét văn chương theo kinh nghiệm phân tích liên kết FDI thước đo tăng trưởng kinh tế ( Zhang 2001 ; Herzer cộng 2008 ; Oladipo 2013 ; Bustamante 2017 ; Sarker Khan 2020 ; T anaya Suyanto 2022 ) Chúng xem xét tài liệu liên quan đến số ba biến, FDI, xuất khẩu, thuộc kinh tế phát triển đo Đến trình diễn mơ hình hóa thuộc kinh tế phát triển Trong mở kinh tế, Hsiao Hsiao ( 2006 ) nhấn mạnh xuất FDI phải biến giải thích, bỏ qua hai tạo sai lệch mơ hình thể mối quan hệ nhân không rõ ràng Akoto ( 2016 ) nêu FDI xuất chảy ảnh hưởng GDP xuyên qua Quốc gia kế toán xác thực Vì vậy, phân tích biến Trong lưỡng biến người mẫu giới thiệu bỏ qua sai lệch giải mơ hình tam biến Một số cơng trình nghiên cứu theo kinh nghiệm hợp tác phân tích mối quan hệ số ba biến (FDI, xuất khẩu, tăng trưởng kinh tế) sử dụng mơ hình chuỗi thời gian phát triển Baliamoune-Lutz ( 2004 ), Andraz Rodrigues ( 2010 ), Dritsaki Stiakakis ( 2014 ), Szkor upov ( 2014 ), Akoto ( 2016 ), Nguyen ( 2017 ), Sultanuzzaman et al ( 2018 ), Sharmiladevi ( 2020 ), Hobbs cộng ( 2021 ), Sopta et al ( Năm 2021 ) Trong bối cảnh đó, mục đích nghiên cứu ước tính tác động ngắn hạn dài hạn FDI tăng trưởng kinh tế Peru, coi xuất phương án thiếu Của biến hàng năm thời gian loạt liệu Giai đoạn Năm 1970–2020 chúng tơi trước nhận thứ tự tích hợp chuỗi thông qua kiểm tra gốc đơn vị Dickey – Fuller Ngoài , kiểm tra nhân Granger cho phép chúng tơi tìm mối quan hệ nhân phản hồi mối quan hệ nhân chiều chuỗi Trong ARDL (4,1,3) , sử dụng kiểm tra đồng liên kết Pesaran – Shin – Smith, phát diện trạng thái cân dài hạn mối quan hệ nghiên cứu biến định nghĩa chúng tơi lỗi mơ hình hiệu chỉnh (ECM) Bảng cho thấy kinh ngạc phát triển Trong động lực học thuộc kinh tế phát triển Trong Peru Tỷ lệ phần trăm thay đổi GDP thực (hàng nghìn triệu, giá cố định năm 2015) mức trung bình Những năm 1970 Những năm 1980 22,02%, Đầu tiên hiệu ứng sản xuất qua cải cách nông nghiệp Những năm 1980 nhận Các Những năm 1990 6,31%, biểu qua thuộc kinh tế vấn đề xã hội siêu lạm phát, đói nghèo khủng bố Những năm 1990 2000 50,42% phản ứng đến phản chu kỳ thuộc − kinh tế đo, như tiền tệ mệnh giá thay đổi, bán công cộng công ty, cấp cho nhượng Các Những năm 2000 Những năm 2010, bao gồm Năm 2020, 70,68% thúc đẩy đầu tư tư nhân, tăng giá hàng hóa, theo giải thích Baz án et al ( 2022 ), tăng chi tiêu công Nhiều bất lợi tỷ lệ phần trăm biến đổi Trong FDI mạng lưới dòng vào (phần trăm GDP) xảy mức trung bình năm 1970 Những năm 1980, 62,26%, quan tâm đến việc tiếp tục quốc hữu hóa cơng ty tư nhân, chẳng hạn hệ thống ngân hàng, gây bỏ chạy nước ngồi thủ Ngồi ra, chậm trễ chưa giải tốn từ Quốc gia dầu cơng ty đến riêng dầu công ty ( Miền Trung Dự trữ Ngân hàng Peru 1990 ) gây thấp lưu lượng nhiên liệu nước, yếu tố gây lạm phát Phần trăm thay đổi đáng ý xảy trung bình Những năm 1980 Những năm 1990, với giá trị 2123,23% kết ngoại quốc đầu tư Trong công cộng cơng ty thu hút lớn số lượng vốn ( Ngân hàng Dự trữ Trung ương Peru 1995 ) Kể từ năm 2000, vốn FDI tăng với tốc độ giảm vấn đề trị, khiến khoản vay từ cơng ty mẹ cho công ty giảm ( Ngân hàng Dự trữ Trung ương Peru 2015 , 2020 ) Tỷ lệ phần trăm thay đổi trung bình xuất từ năm 1970 đến 1995 có xu hướng với FDI, giai đoạn 1996–2020 có xu hướng GDP Bảng GDP thực, Xuất FDI *, trung bình, 1970–2020, Peru (Giá 2015 khơng đổi, 10 la Mỹ) Period Real GDP Exports 1970–1979 1980–1989 1990–1999 2000–2009 2010–2020 55.942 68.259 72.563 109.151 186.300 15.74 18.81 13.51 23.76 24.84 FDI Net Inflows (% of GDP) 0.37 0.14 3.10 3.61 3.84 Nguồn: Ngân hàng Thế giới ( 2022 ) Được chuẩn bị tác giả (*) Biến theo cấp độ Năm 2021, sau nới lỏng biện pháp vệ sinh, quy trình tiêm chủng COVID-19 , phục hồi hoạt động kinh tế quốc gia, tốc độ tăng trưởng−GDP thực tế Peru 13,3% (trái ngược hẳn với 11% vào năm 2020) Đầu tư trực tiếp nước (FDI) tăng 7455 triệu USD (732 triệu USD vào năm 2020) tái đầu tư lợi nhuận đầu tư công cụ nợ tăng 200% bối cảnh cao giá của chúng tơi hàng hóa Các khai thác mỏ, hydrocacbon, Dịch vụ ngành đứng Trong FDI tham gia với 49,58%, 27,53%, 13,55%, tương ứng Xuất Các mặt − hàng dịch vụ tăng 13,7% (19,6% vào năm 2020), gia tăng xuất sản phẩm truyền thống (10,5%) phi truyền thống (20,2%), trì gia tăng nhu cầu tồn cầu ( Ngân hàng Dự trữ Trung ương Peru năm 2021 ) Trong trường hợp Peru, có số báo phân tích mối quan hệ FDI tăng trưởng kinh tế ( Herzer et al 2008 ; Oladipo 2013 ; Bustamante 2017 ) Tuy nhiên, sau thực nghiên cứu này, chúng tơi khơng tìm thấy cơng bố xếp hạng tạp chí khoa học uy tín sở liệu (Scopus Web Khoa học) theo kinh nghiệm phân tích mối quan hệ FDI, xuất tăng trưởng kinh tế kết hợp không xem xét biến số khác Bustamante ( 2017 ) Oladipo ( 2013 ) đồng tình với Herzer et al ( 2008 ) r hừng hực khí mối quan hệ cân dài hạn có FDI GDP Peru Bài viết chia thành năm phần Sau phần Giới thiệu, Phần cung cấp chi tiết mô tả vật liệu phương pháp sử dụng Trong nghiên cứu Phần mô tả, thông dịch, thảo luận kết nghiên cứu Cuối cùng, Phần phác thảo kết luận a) Đầu tư trực tiếp nước kinh tế Sự phát triển Từ quan điểm lý thuyết tăng trưởng kinh tế tân cổ điển ( Solow 1956 ), tăng Trong FDI phát tạm thời lên Trong mức độ thủ đầu người GDP khơng có ảnh hưởng đến dài hạn phát triển tỷ lệ Các va chạm FDI tốc độ tăng trưởng kinh tế dài hạn xảy thông qua phát triển công nghệ tăng trưởng lực lượng lao động (cả hai coi biến ngoại sinh mơ hình tân cổ điển) ( Belloumi 2014 ) Theo T anaya Suyanto ( 2022 ), từ quan điểm tăng trưởng tân cổ điển, FDI có tăng thuộc kinh tế phát triển dẫn đầu đến cơng nghệ tiến triển kết thúc Dài kỳ hạn Từ quan điểm tăng trưởng nội sinh ( Romer 1986 , 1993 ; Lucas 1988 ; Barr o 1990 ), suy luận FDI thành phần quan trọng chuyển giao lan tỏa công nghệ ( Yao Năm 2006 ) Trong tài liệu thực nghiệm, có nhiều báo phân tích mối quan hệ FDI thuộc kinh tế phát triển Một số họ có tìm chứng cớ tích cực tác động FDI thuộc kinh tế phát triển, trái lại khác có tìm đối nghịch kết Như trích dẫn Zhang ( 2001 ), Abbes cộng ( 2015 ), Sarker Khan ( 2020 ), kết mơ hình hóa FDI GDP loạt cầu hôn giả thuyết: FDI-LG (FDI dẫn đầu phát triển), G-LFDI (dẫn đầu tăng trưởng FDI), Phản hồi (FDI dẫn đầu phát triển tăng trưởng dẫn đầu FDI), tính trung lập (khơng có tác động lên biến biến khác gây Biến đổi) Theo giả thuyết FDI-LG, FDI thúc đẩy tăng trưởng kinh tế nước nhận đầu tư cách tăng lượng vốn dự trữ mình, cho phép chuyển giao cơng nghệ tạo việc làm ( de Mello 1997 ; Bor ensztein et al 1998 ) Ngoài ra, giả thuyết G-LFDI nhấn mạnh cần thiết phải tăng quy mô thị trường cải thiện điều kiện vốn người sở hạ tầng đến thu hút FDI (Zhang 2000, trích dẫn in Zhang 2001 ) Các Phản hồi giả thuyết gợi ý hai FDI thuộc kinh tế phát triển tích cực phụ thuộc lẫn Nó xảy nước có tốc độ tăng trưởng cao, tạo nhu cầu FDI cao mang lại hội kiếm lợi nhuận tốt thu hút nhiều vốn FDI Ngược lại, dịng vốn FDI thúc đẩy thuộc kinh tế phát triển Trong chủ nhà Quốc gia xuyên qua tích cực thẳng thắn gián tiếp hiệu ứng ( Zhang Năm 2001 ) Nếu mối quan hệ nhân tăng trưởng kinh tế FDI, giả thuyết trung lập xác nhận ( Abbes et al 2015 ) Sarker Khan ( 2020 ) xem xét mối quan hệ nhân FDI ( dòng vốn ròng, hàng triệu ĐƠ LA MỸ) có thật GDP (hàng triệu đô la Mỹ không thay đổi giá bán Trong 2000) Trong Bangladesh từ 1972 đến 2017 Các biến hàng năm liệu biến đổi đến Thiên nhiên lôgarit Các hàng năm loạt cấu thành không cố định loạt xem xét đơn hàng tích hợp quy trình, I ( ) , theo kết thử nghiệm gốc đơn vị Dickey – Fuller thử nghiệm bổ sung tương tự kết Các ARDL đồng liên kết ràng buộc kiểm tra diện đồng liên kết logarit chuỗi FDI logarit GDP thực - hoàn thành đồng phụ thuộc Biến đổi Là thay đổi — Thống kê F Là cao hơn ban nhạc với mức ý nghĩa 5% GDP thực tế có hành vi co giãn FDI trạng thái cân dài hạn Hơn nữa, FDI thể mức thu nhập cân dài hạn âm - khơng co giãn ECM ước tính cách sử dụng Pesaran et al ( 2001 ) phương pháp luận phù hợp biến phụ thuộc khác biệt lơgarit FDI, xác nhận dài hạn trạng thái cân hiệu ứng lơgarit có thật GDP lơgarit FDI Tiêu chí thơng tin Akaike chứng minh ước tính trước ARDL ( 3, ) mơ hình độ co giãn thu nhập ngắn hạn FDI 0,09 với mức ý nghĩa 10% cân nhắc tối đa số tụt hậu bình đẳng đến Theo đến Harvey, Breusch – Godfrey, Jarque – Bera kiểm tra, phần dư ECM ủng hộ đồng biến, tương ứng giả định không tương quan chuẩn tắc Họ đánh giá đặc điểm kỹ thuật mơ hình cách sử dụng kiểm tra Ramsey RESET, cho biết dạng chức thích hợp Sự ổn định tham số thử nghiệm 5% ý nghĩa mức độ sử dụng CUSUM CUSUM kiểm tra hình vng Tanaya Suyanto ( 2022 ) kiểm tra mối quan hệ biến, cụ thể GDP (ĐƠ LA MỸ khơng thay đổi giá Trong 2010) FDI dòng vào (hàng triệu ĐÔ LA MỸ) Trong Indonesia giai đoạn 1970–2018 Các biến chuyển đổi thành tự nhiên logarit Các hàng năm loạt lơgarit có thật GDP Là không cố định loạt Tôi ( ) lôgarit FDI chuỗi cố định I ( ) , theo phép thử nghiệm bậc hai Dickey – Fuller Phillips – Perron Thứ tự tích hợp chuỗi biểu thị logarit cho phép ứng dụng kiểm tra ràng buộc đồng liên kết ARDL mơ hình ARDL ( 3, ) với logarit biến phụ thuộc FDI lỗi lựa chọn xem xét qua Schwarz Bayesian thông tin tiêu chuẩn Với mức ý nghĩa 5%, nhóm tác giả suy mối quan hệ cân dài hạn lôgarit có thật GDP FDI, kiểm tra nhường nhịn Thống kê F bình đẳng đến 477,26 xa vượt q Tơi ( ) Tôi ( ) dải Các kết ước lượng ECM bộc lộ vơ có ý nghĩa cao thời gian ngắn thu nhập = earnings độ đàn hồi FDI bình đẳng đến 76,74 hệ số co giãn thu nhập đáng kể FDI giai đoạn 42,18 FDI có phủ định không co giãn hành vi với kính trọng đến giá trị Trong Trước Giai đoạn Cuối cùng, mơ hình xác nhận đồng liên kết chuỗi với hệ số sửa lỗi có ý nghĩa cao âm kỳ hạn b) Đầu tư trực tiếp nước tăng trưởng kinh tế Peru Herzer cộng ( 2008 ) thực nghiên cứu nhằm xác định tác động FDI tăng trưởng kinh tế 28 quốc gia giai đoạn 1970–2003 Ở Mỹ Latinh: Argentina, Brazil, Chile, Colombia, Costa Rica, Người Dominica Cộng hòa, Ecuador, Mexico, Peru, Venezuela; Châu Á: Ấn Độ, Indonesia, Hàn Quốc, Malaysia, Pakistan, Philippines, Singapore, Sri Lanka Nước Thái Lan; Trong Châu phi: Cameroon, Côte d'Ivoire, Ai Cập, Ghana, Kenya, Maroc, Nigeria, Tunisia, Zambia Các hàng năm thời gian loạt nghiên cứu Là lơgarit có thật GDP (ĐƠ LA MỸ dạng khơng cố định I ( ) tất quốc gia theo thử nghiệm đơn vị gốc Perron Áp dụng theo giá cố định năm 2000) tỷ lệ FDI GDP (họ sử dụng FDI ròng); hai chuỗi hành xử mối quan hệ loạt I ( ) tất quốc gia, ngoại trừ Ecuador, Mexico, Venezuela, Engle – Granger đồng liên kết kiểm tra tồn dài hạn trạng thái cân Sri Lanka, 5% ý nghĩa mức độ Các Phát nghiên cứu Là FDI làm Góp phần đến phát triển Trong Dài kỳ hạn Trong trường hợp Peru, theo đến Kiểm định đồng liên kết Engle-Granger, mối quan hệ cân dài hạn chặt chẽ tìm thấy logarit GDP tỷ lệ FDI GDP, mức ý nghĩa 1%, khác biệt sai số cân không giải thích trễ Oladipo ( 2013 ) thực nghiên cứu đề cập đến 16 quốc gia Mỹ Latinh Caribe mục đích kiểm tra nguyên nhân mối quan hệ FDI tăng trưởng kinh tế giai đoạn 1980Q1–2010Q4 Chuỗi thời gian hàng quý tăng trưởng FDI GDP tỷ lệ biến buổi bieu diễn không cố định hành vi Argentina, Brazil, Colombia, Theo kết Dickey– Fuller Phillip– Perron đơn vị nguồn gốc kiểm tra Các kết Johansen đồng liên kết kiểm tra buổi bieu diễn diện đồng liên kết vectơ hai loạt tất Quốc gia, ngoại trừ Argentina, Bolivia Guatemala, nơi có hai vectơ đồng liên kết Kết kiểm tra quan hệ nhân Granger cho thấy mối quan hệ chiều FDI dẫn đến tốc độ tăng trưởng GDP xác nhận tất quốc gia, ngoại trừ Jamaica, Cộng hòa Dominica, Trinidad Tobago Nó tìm GDP phát triển tỷ lệ nguyên nhân FDI chiều mối quan hệ tất quốc gia ngoại trừ Bolivia, Colombia, Costa Rica, Cộng hòa Dominica, Ecuador, El Salvador, Guatemala Jamaica Do đó, mối quan hệ nhân Granger hai chiều chuỗi FDI tốc độ tăng trưởng GDP rõ ràng Argentina, Brazil, Mexico, Peru Venezuela Bustamante ( 2017 ) thực nghiên cứu Peru giai đoạn 2009Q1–2016Q2, xem xét hàng quý thời gian loạt liệu biến, FDI lưu lượng GDP Cả hai chuỗi không cố định theo kết phép thử nghiệm gốc đơn vị Dickey-Fuller Việc áp dụng thử nghiệm đồng liên kết Johansen diện vectơ đồng liên kết Độ co giãn cân dài hạn GDP dịng vốn FDI có ý nghĩa thống kê bình đẳng đến 0,13 theo đến ước lượng vectơ lỗi điều chỉnh người mẫu (VECM) c) Đầu tư trực tiếp nước ngoài, xuất kinh tế Sự phát triển Một số theo kinh nghiệm giấy tờ nghiên cứu động mối quan hệ số ba biến độc quyền, phân tích, nói chung, tính ổn định, tương phản đồng liên kết quan hệ nhân Granger chúng đo lường tác động ngắn hạn dài hạn biến phụ thuộc sống độc lập Biến đổi Phía dưới, chúng tơi đề cương số giấy tờ sử dụng Mô hình chuỗi thời gian ARDL VECM cho phân tích Baliamoune-Lutz ( 2004 ) thực nghiên cứu để ước tính tác động việc tăng FDI (tỷ lệ danh nghĩa FDI đến danh nghĩa GDP, hai bày tỏ Trong ĐÔ LA MỸ) Trong Maroc, cân nhắc sau biến: GDP phát triển tỷ lệ (hàng năm tỷ lệ phần trăm biến đổi Trong có thật GDP) xuất (tỷ lệ danh nghĩa hàng xuất đến danh nghĩa GDP) suốt Giai đoạn Năm 1973–1999 Các Dickey – Fuller đơn vị nguồn gốc kiểm tra số ba hàng năm loạt đứng im Tôi ( ) 5% mức độ đáng kể Các kết Granger quan hệ nhân kiểm tra Phản hồi quan hệ nhân mối quan hệ hàng xuất FDI hai chiều quan hệ nhân mối quan hệ biến, FDI xuất khẩu, Granger tạo GDP phát triển Hình cho thấy tốc độ tăng trưởng GDP theo xu hướng giảm dần vào năm 2010; FDI dao động vịng quanh số khơng suốt Giai đoạn 1970–1992, hàng xuất tiết lộ xu hướng giảm tính đến năm 2007 sau xu hướng tăng giai đoạn Năm 1991–2006 35 30 25 20 15 X 10 Y -5 -10 FDI 19721970 -15 Year Nhân vật Xuất khẩu, Ngoại quốc Thẳng thắn Sự đầu tư GDP phát triển tỷ lệ, 1970–2020, Peru Chuẩn bị qua tác giả c) Phương pháp luận Để thiết lập thứ tự tích hợp chuỗi thời gian hàng năm, phải áp dụng phép thử nghiệm gốc đơn vị Dickey – Fuller ( Dickey Fuller 1979 ) cách chọn mơ hình bổ trợ số ba mơ hình phụ trợ (có xu hướng giao thoa, có giao thoa khơng có xu hướng giao thoa ) ) Phụ trợ người mẫu sửa lại diện bậc cao tự tương quan lỗi cách chọn độ trễ tối ưu theo Akaike (AIC), Schwarz Bayesian (SIC) Hannan – Quinn (HQ) thông tin tiêu chuẩn, vô giá trị giả thuyết bày tỏ diện đơn vị nguồn gốc Trong loạt giả thuyết kiểm tra xem xét so sánh τ -thống kê với giá trị tới hạn tương ứng Dickey – Fuller phân bổ Các không cố định loạt biến đổi vào đứng im loạt với toán tử khác biệt theo đến gọi hội nhập kết từ Trước kiểm tra Đến xác định nhân mối quan hệ đứng im loạt, Granger quan hệ nhân kiểm tra ( Granger 1969 ) áp dụng, không hạn chế phụ trợ người mẫu quà tặng gây loạt hồi quy biến hồi quy biến đến tụt hậu tương tự gọi hai gây gây biến lỗi chiều dài tùy theo nhỏ giá trị chọn tiêu chí thơng tin (AIC, SIC, HQ) Các vơ giá trị giả thuyết Là chiều tính phi lý chuỗi cố định thống kê F nó, với phân phối xác suất F Fisher cho phép kiểm tra giả thuyết ( Larios-Meoño Álvarez-Quiroz 2014 ) Để đánh giá diện đồng liên kết chuỗi thời gian trình tích hợp I (0) I (1) mơ hình độ trễ phân tán tự động phục hồi (ARDL): p ARDL ( p , q ) : Z t = β + ∑ _ Z t - i + ∑ φ i W t - i + ε q (17) t i=1 i=0 Phương pháp luận Pesaran et al ( 2001 ) thông qua, với ứng dụng Z t W t , bị bác bỏ thống kê F vượt dải I ( ) kiểm định ràng buộc đồng liên kết, có giả thuyết vơ hiệu khơng có đồng liên kết I ( ) Các tồn dài hạn mối quan hệ Z t W t dẫn đầu đến thời gian ngắn phân tích ECM tương ứng từ Cơng thức (17) ECM ước tính phải tn thủ với giả định mơ hình hồi quy tuyến tính ( Larios-Meo et al 2016 ) Sau đó, thử nghiệm tự tương quan lỗi bậc Durbin – Watson áp dụng thống kê d ở gần nghi ngờ vắng mặt tự tương quan Các Breusch – Godfrey Kiểm tra lỗi tự tương quan bậc cao kết hợp độ trễ phần dư làm hồi quy bổ sung biến — xem xét nhỏ giá trị chọn thơng tin tiêu chí — mơ hình phụ trợ Trong mơ hình này, hồi quy phần dư đồng thời giả thuyết rỗng tự tương quan kiểm định thống kê LM , cho biết xác suất phân phối χ với bậc tự độ dài trễ Breusch – Pagan – Godfrey, Trắng, Harvey, Glejser lỗi phương sai thay đổi kiểm tra giả thuyết rỗng với diện sai số đồng biến đổi mơ hình; người trình bày thống kê LM với xác suất phân phối χ với bậc tự số biến hồi quy mơ hình phụ trợ tương ứng chúng Kiểm định tính chuẩn Jarque-Bera áp dụng cho phần dư giả thuyết rỗng với diện phân phối xác suất chuẩn phần dư kiểm tra thông qua thống kê JB với phân phối xác suất χ với độ tự bình đẳng đến Các Dickey – Fuller đơn vị kiểm định gốc áp dụng cho phần dư với mơ hình bổ trợ khơng có số xu hướng giả thuyết rỗng với diện đơn vị phần dư kiểm tra với τ -statistic quà tặng Dickey – Fuller phân bổ; cấu trúc ổn định đánh giá thông qua CUSUM CUSUM ô vuông kiểm tra d) Kết Trong tiết diện, mô tả thông dịch kết thống kê kiểm tra ước lượng kinh tế lượng thực báo a) Gốc đơn vị Kiểm tra Các kết ứng dụng phép thử nghiệm gốc đơn vị Dickey-Fuller tăng cường cho ba chuỗi phép biến đổi sai biệt tương ứng chúng trình bày Bảng Bảng Kết phép thử đơn vị gốc Dickey-Fuller tăng cường Dòng trợ phụ Mod el Tiêu chuẩn * suất Trễ thống kê ** τ Tích hợp xác Yt Khơng có SIC - 3,41486 0,00100 I(0) Xt Khơng có SIC - 0,30153 0,57210 I(1) ∆Xt Khơng có SIC - 6,31486 0,00000 I(0) FDI t Khơng có SIC - 1.54138 0.11460 I(1) ∆ FDI t Khơng có SIC - 8,86946 0,00000 I(0) Được chuẩn bị tác giả (*) Tiêu chí thơng tin Schwarz Bayes (**) Thứ tự tích hợp với mức ý nghĩa 5% Từ Bảng , kết luận chuỗi X t FDI t chuỗi không tĩnh Chuỗi biến đổi thành sai khác ∆ X t ∆ FDI t chuỗi đứng yên, chuỗi Y t điều khơng u cầu ứng dụng tốn tử khác biệt Ngồi ra, thống kê Jarque – Bera họ 5,46718, 2,19097 21,29977, chứng minh Y t chuỗi đứng yên khơng có phân phối xác suất chuẩn với mức ý nghĩa 5% a Granger Nhân biến Nó yêu cầu tất biến phải đứng yên, I ( ) Bảng cho thấy tồn Kiểm định nhân Granger sử dụng để đánh giá mối quan hệ nhân chiều quan hệ nhân ∆ FDI t Y t hai chiều quan hệ nhân ∆ X t Y t với mức ý nghĩa 5% Do đó, theo quan hệ nhân Granger, chứng thực nghiệm cho thấy xác nhận tăng trưởng FDI dẫn dắt giả thuyết phản hồi GDP xuất Peru, hai mức ý nghĩa 5% Bảng Kết kiểm định nhân Granger Nhân * Tiêu chí Lỗi F -Thống p -Giá trị kê ∆ FDI t → Y t SIC ** 3.69140 0,03360 ∆Xt →Yt SIC ** 4.74714 0,01370 Yt→∆Xt SIC ** 3,52119 0,02350 Được chuẩn bị tác giả (*) Mức ý nghĩa 5% (**) Tiêu chí thông tin Schwarz Bayesian b) ARDL Đồng liên kết Bảng chứng minh tính nội sinh Y t biến I ( ) tính đồng biến I ( ) : ∆ X t ∆ FDI t Các quy trình tích hợp giúp ước tính ARDL ( 4, 1, ) người mẫu với không thay đổi xu hướng, đâu Y t Là phụ thuộc Biến đổi, X t Là người sống độc lập Biến đổi, FDI t Là thứ hai sống độc lập Biến đổi Hơn nữa, lỗi độ dài quy cho tiêu chí thơng tin Akaike xem xét tối đa độ trễ tất biến Các đăng kí khơng hạn chế đồng liên kết ràng buộc kiểm tra Trong không thay đổi hạn chế Trong xu hướng ước lượng người mẫu ARDL ( 4, 1, ) nhường nhịn F -statistic bình đẳng đến 8.11543 cho phép vơ giá trị giả thuyết đến phế phẩm 5% ý nghĩa mức độ Đây dải I ( ) 3,88 dải I ( ) 4,61, trạng thái cân dài hạn, X t tác động đến Y t với giá trị 0,18 FDI t tác động đến Y t với giá trị 1,64 Phát mối quan hệ cân dài hạn Pesaran – Shin – Smith biến Y t , X t FDI t dẫn đến ước tính ECM tương ứng Bảng cho thấy kết ECM ước tính với đồng hiệu âm đáng kể thời hạn sửa lỗi hỗ trợ kết mối quan hệ cân dài hạn; có ý nghĩa tích cực thời gian ngắn va chạm ∆ Y t Là gây qua ∆ FDI t - , tác động ngắn hạn không đáng kể đến ∆ Y t ∆ X t gây Tính tốt phù hợp bảo tồn ước lượng ECM với R -điều chỉnh lớn hơn 0,5 Ở Là chung thống kê dấu hiệu dốc hệ số 5% nghi ngờ không đơn hàng tự tương quan phần dư giá trị thống kê d Durbin – Watson gần Kết Breusch – Godfrey lỗi cao gọi tự tương quan kiểm tra xác nhận người mẫu phần dư 5% ý nghĩa mức độ làm triển lãm đơn hàng tự tương quan theo đến Schwarz Bayesian tiêu chí thơng tin Tính đồng biến phần dư mơ hình đảm bảo mức ý nghĩa 5% theo kết kiểm định Breusch – Pagan – Godfrey, White (các số hạng khơng chéo), Harvey Glejser Ngồi ra, phần dư mơ hình trình bày phân phối xác suất chuẩn mức ý nghĩa 5% theo kết chúng tạo thành trình I ( ) với mức ý nghĩa 5% độ ổn định cấu trúc kiểm định chuẩn Jarque-Bera Phép thử nghiệm đơn vị Dickey-Fuller phần dư thể xác nhận mức ý nghĩa 5% với phép thử CUSUM CUSUM phép thử bình phương Bảng Ước lượng mơ hình sửa lỗi Hệ số biến Khơng đổi 0,38236 Lỗi điều chỉnh hạn −1.72142 * ∆Yt1 − 0,91856 * ∆Yt2 − 0,46843 * ∆Yt3 − 0,36176 * ∆Xt −0,04461 ∆ FDI t 1.44480 * ∆ FDI t − 0,77884 ∆ FDI t − 0,88720 * Regressand biến ∆Yt Quan sát 47 Số lượng hệ số ** R -điều chỉnh 0,55437 Xác suất Thống kê F 0,00000 Bảng Tiếp theo Hệ số biến Thống kê durbin – Watson Breusch – Godfrey Prob Thống kê LM 1,84239 0,85420 *** Breusch – Pagan – Godfrey Prob Thống 0,29168 kê LM Các điều khoản không chéo màu trắng 0,77760 Prob Thống kê LM Harvey Prob Thống kê LM Glejser Prob Thống kê LM Jarque – Bera Prob JB -statistic Dickey – Fuller Prob τ -thống kê **** Kiểm tra ràng buộc đồng liên kết F 0,08332 0,09135 0,44784 0,00000 8.11543 -statistic ***** Các tác giả (*) Có ý nghĩa thống kê mức 10% (**) Hằng số bao gồm (***) Tiêu chí thơng tin Schwarz Bayesian đơn hàng lỗi (****) Nonaugmented phụ trợ người mẫu qua Schwarz Bayesian thông tin tiêu chuẩn (*****) Hằng số không hạn chế bị hạn chế xu hướng c) Thảo luận Phân tích quan hệ nhân Granger cho hai phát sau Đầu tiên, giả thuyết lý thuyết tăng trưởng FDI dẫn đầu xác nhận kinh tế Peru, trùng với hướng với Oladipo ( 2013 ), người tìm giả thuyết phản hồi FDI tốc độ tăng trưởng GDP Peru Ngoài ra, chúng tơi tìm thấy mối quan hệ phản hồi GDP xuất Phân tích đồng liên kết ba biến GDP, xuất FDI - nghĩa mối quan hệ cân dài hạn chúng, GDP yếu tố phụ biến — phép đến tìm thấy hai vượt trội kết Ngày thứ nhất, xuất có tích cực dài hạn trạng thái cân va chạm hơn đồn kết GDP Thứ hai, FDI có dài hạn trạng thái cân va chạm lớn hơn đoàn kết GDP Trên khác bàn tay, Bustamante ( 2017 ) tìm thấy hành vi không co giãn cân dài hạn từ FDI đến GDP Peru Herzer et al ( 2008 ) tìm thấy mối quan hệ cân dài hạn mạnh mẽ mặt thống kê logarit GDP tỷ lệ FDI GDP Peru Các diện đồng liên kết có yêu cầu ước lượng lỗi điều chỉnh người mẫu mối quan hệ ngắn hạn ba biến số GDP, xuất FDI cho phép đến hai kết Ngày thứ nhất, hàng xuất có khơng có ý nghĩa thời gian ngắn va chạm GDP Cuối cùng, FDI có thời gian ngắn va chạm lớn hơn với kính trọng đến GDP Theo đến lý thuyết mơ hình — Mundell – Fleming tĩnh người mẫu với riêng giả định nuôi Trong nghiên cứu ngầm hiểu hàm số định lý áp dụng Trong hệ thống chức tiềm ẩn đến từ trạng thái cân ba thị trường liên quan Trong viết này, định hai dẫn xuất tĩnh so sánh quan trọng thu từ trạng thái cân ngầm hiểu hàm số GDP Các so sánh tĩnh bắt nguồn từ hàng xuất đến GDP giải thích thay đổi Trong hàng xuất có khơng hiệu ứng GDP Các khác so sánh tĩnh bắt nguồn bày tỏ biến đổi Trong FDI tăng GDP dốc đường cong LM Là lớn hơn dốc đường cong LÀ, biến đổi Trong FDI giảm GDP dốc đường cong LM Là thấp hơn dốc đường cong LÀ Rõ ràng, theo kinh nghiệm kết khơng đồng ý với kết lý thuyết d) Kết luận Trong giấy, kinh tế lượng vĩ mô kết Peru thích hợp với chúng tơi số ba kết lý thuyết thu mơ hình tĩnh Mundell – Fleming với giả định cụ thể, tăng FDI mặt lý thuyết đạt tích cực phủ định biến thể GDP Dài dốc đường cong LÀ Là lớn thấp hơn dốc đường cong LM , tăng xuất mặt lý thuyết không ảnh hưởng đến GDP Theo kinh nghiệm, quan hệ nhân Granger động lực tác động — hai Trong ngắn Dài điều khoản — tổng số FDI đất nước thuộc kinh tế đó, tăng trưởng chứng minh, chúng tơi kết luận giả thuyết Tăng trưởng FDI dẫn đầu thực Peru; đó, gia tăng FDI tạo ngắn hạn dài hạn - làm tăng GDP với tốc độ cao hơn, tức GDP có hành vi co giãn liên quan đến FDI; ra, biến đổi Trong hàng xuất tăng thấp tỷ lệ đến GDP Trong dài hạn trạng thái cân bằng, ngắn hạn, xuất có ảnh hưởng khơng đáng kể mặt thống kê GDP Bảng cho thấy tăng Trong trung bình có thật GDP, xuất khẩu, FDI suốt 1970–2020, Trong chung, ổn định kinh tế đất nước, cần lưu ý FDI tăng trưởng với tốc độ thấp năm qua khủng hoảng trị Đường lối sách kinh tế Peru cần tiếp tục thu hút vốn nước để tăng FDI, đó, tạo điều kiện thúc đẩy tăng trưởng kinh tế lớn hơn, nghĩa chuyển thành phát triển xã hội phúc lợi Đóng góp tác giả: Khái niệm hóa, CEBN VJÁ.-Q; Quản lý liệu, CEBN; Phân tích thức, CEBN VJÁ.-Q.; Cuộc điều tra, CEBN VJÁ.-Q.; Phương pháp luận, VJÁ.-Q.; Dự án quản trị, CEBN; Phần mềm, VJÁ.-Q ; Giám sát, CEBN; Xác thực, CEBN VJÁ.- Q.; Hình dung, CEBN; Đang viết — gốc dự thảo, CEBN VJÁ.-Q Tất các tác giả có đọc đồng ý với phiên xuất thảo Tài trợ: Nghiên cứu không nhận tài trợ từ bên Tuyên bố Ban Đánh giá Thể chế: Không áp dụng Tuyên bố đồng ý thông báo: Khơng áp dụng Tun bố tính sẵn có liệu: Khơng áp dụng Xung đột lợi ích: Các tác giả tun bố khơng có xung đột lợi ích TÀI LIỆU THAM KHẢO Abbes, Sahraoui Mohammed, Belmokaddem Mostéfa, Guellil Mohammed Seghir Ghouali Yassine Zakarya 2015 Tương tác Nhân Giữa FDI, Thuộc kinh tế Sự phát triển: Chứng cớ từ Năng động Bảng điều khiển Đồng tích hợp Thủ tục Kinh tế học Tài 23: 276– 90 [ CrossRef ] Akoto, William 2016 Trên Thiên nhiên Nguyên nhân Các mối quan hệ Giữa Ngoại quốc Thẳng thắn Sự đầu tư, GDP Xuất Trong Phía nam Châu Phi: FDI, GDP Xuất Nam Phi Tạp chí Phát triển Quốc tế 28: 112–26 [ CrossRef ] Andraz, Jorge Miguel Paulo Manuel Marques Rodrigues 2010 Nguyên nhân dẫn đến tăng trưởng kinh tế Bồ Đào Nha: Xuất hay FDI vào? Tạp chí Nghiên cứu Kinh tế 37: 267–87 [ CrossRef ] Baliamoune-Lutz, Mina 2004 FDI có đóng góp vào tăng trưởng kinh tế khơng? Kinh tế kinh doanh 39: 49–56 Barro, Robert Joseph 1990 Chi tiêu Chính phủ mơ hình tăng trưởng nội sinh đơn giản Tạp chí Kinh tế Chính trị 98, Phần 2: S103 – S125 [ CrossRef ] Bazán, Ciro, Víctor Josué Álvarez-Quiroz Yennyfer Morales Olivares 2022 Định luật Wagner so với Giả thuyết Keynes: Tác động động Tính bền vững 14: 431 [ CrossRef ] Belloumi, Mounir 2014 Các Mối quan hệ Giữa Buôn bán, FDI Thuộc kinh tế Sự phát triển Trong Tunisia: Một Đăng kí Các Mơ hình trễ phân tán tự động phục hồi Hệ thống kinh tế 38: 269–87 [ CrossRef ] Blanchard, Olivier 2021 Kinh tế học vĩ mô , xuất lần thứ Harlow: Pearson Borensztein, Eduardo, José de Gregorio Jong-Wha Lee 1998 Đầu tư trực tiếp nước ảnh hưởng đến tăng trưởng kinh tế nào? Tạp chí Kinh tế Quốc tế 45: 115–35 [ CrossRef ] Bustamante, Rafael 2017 La Inversión Extranjera Directa en el Perú y sus Implicancias en el Crecimiento Económico 2009–2015 Pensamiento Cr í tico 21: 051–63 [ CrossRef ] Ngân hàng Dự trữ Trung ương Peru 1990 Memoria Anual Có sẵn trực tuyến: https://www.bcrp.gob.pe/publicaciones/memoria-anual/ memoria-1990.html (truy cập ngày tháng Năm 2022) Ngân hàng Dự trữ Trung ương Peru 1995 Memoria Anual Có sẵn trực tuyến: https://www.bcrp.gob.pe/publicaciones/memoria-anual/ memoria-1995.html (truy cập ngày tháng Năm 2022) Ngân hàng Dự trữ Trung ương Peru 2015 Memoria Anual Có sẵn trực tuyến: https://www.bcrp.gob.pe/publicaciones/memoria-anual/ memoria-2015.html (truy cập ngày tháng Năm 2022) Ngân hàng Dự trữ Trung ương Peru 2020 Memoria Anual Có sẵn trực tuyến: https://www.bcrp.gob.pe/publicaciones/memoria-anual/ memoria-2020.html (truy cập ngày tháng Năm 2022) Ngân hàng Dự trữ Trung ương Peru Năm 2021 Memoria Anual Có sẵn trực tuyến: https://www.bcrp.gob.pe/publicaciones/memoria-anual/ memoria-2021.html (truy cập ngày tháng Năm 2022) de la Fuente, Thiên thần 2000 Phương pháp mô hình tốn học cho nhà kinh tế học Cambridge: Nhà xuất Đại học Cambridge de Mello, Luiz 1997 Đầu tư trực tiếp nước vào nước phát triển tăng trưởng: Một khảo sát chọn lọc Tạp chí Nghiên cứu Phát triển 34: 1–34 [ CrossRef ] Dickey, David Alan Wayne Arthur Fuller 1979 Phân phối cơng cụ ước tính cho chuỗi thời gian tự động hồi phục với đơn vị gốc Tạp chí Hiệp hội Thống kê Hoa Kỳ 74: 427 [ CrossRef ] Dornbusch, Rudiger, Stanley Fischer Richard Startz 2018 Kinh tế vĩ mô , xuất lần thứ 13 New York: McGrawHill Dritsaki, Chaido Emmanouil Stiakakis 2014 Đầu tư trực tiếp nước ngoài, xuất tăng trưởng kinh tế Croatia: Phân tích chuỗi thời gian Kinh tế Tài Thủ tục 14: 181–90 [ CrossRef ] Fleming, John Marcus 1962 Chính sách tài nước theo Tỷ giá hối đối cố định thả Tài liệu Nhân viên — Quỹ Tiền tệ Quốc tế 9: 369 [ CrossRef ] Gandolfo, Giancarlo 2016 Tài quốc tế Kinh tế vĩ mô kinh tế mở Berlin Heidelberg: Springer [ CrossRef ] Granger, Clive William John Năm 1969 Điều tra nguyên nhân quan hệ qua kinh tế lượng người mẫu quang phổ chéo phương pháp Kinh tế lượng 37: 424–38 [ CrossRef ] Herzer, Dierk, Stephan Klasen, Felicitas Nowak-Lehmann Năm 2008 Trong Tìm kiếm Có vốn đầu tư trực tiếp nước Sự phát triển Trong Đang phát triển Quốc gia: Các Đường Ở đằng trước Mơ hình kinh tế 25: 793–810 [ CrossRef ] Hobbs, Sam, Dimitrios Paparas, Mostafa AboElsoud Năm 2021 Làm Ngoại quốc Thẳng thắn Sự đầu tư Buôn bán Khuyến khích Thuộc kinh tế Sự phát triển? Bằng chứng từ Albania Nền kinh tế 9: [ CrossRef ] Hsiao, Frank, Mei-Chu Hsiao Năm 2006 FDI, Xuất khẩu, GDP Trong Phía đơng Đơng Nam Châu Á — Bảng điều khiển Dữ liệu Đấu với Chuỗi thời gian Phân tích nhân Tạp chí Kinh tế Châu Á 17: 1082–106 [ CrossRef ] Jiménez, Félix 2006 Kinh tế vĩ mơ í a: Enfoques y Modelos Lima: Pontifica Universidad Católica del Perú, tập 1, Có sẵn trực tuyến: https://departamento.pucp.edu.pe/economia/libro/macroeconmia-enfoques-y-modelos-tomo-i/ (truy cập ngày tháng năm 2022) Larios-Meo, José Fernando Víctor Jos Álvarez-Quiroz 2014 Fundamentos de Econometría Fondo biên tập USIL Có sẵn trực tuyến: https://fondoeditorial.usil.edu.pe/publicacion/fundamentos-de-econometria/ (truy cập ngày tháng Năm 2022) Larios-Meo, José Fernando, Carlos González-Taranco Víctor Jos Álvarez-Quiroz 2016 Investigación en Economía y Negocios: Metodología lừa Aplicaciones en Chế độ xem điện tử Fondo Biên tập USIL Có sẵn trực tuyến: https://fondoeditorial.usil.edu.pe/ publicacion / Invesacion-en-Savingmia-y-negocios-metodologia-con-aplicaciones-en-e-views / (truy cập ngày tháng Năm 2022) Lucas, Robert Emerson 1988 Về Cơ học Phát triển Kinh tế Tạp chí Kinh tế Tiền tệ 22: 3–42 [ CrossRef ] Malaspina, Ulda junerico 1994 Matem ticas para el An lisis Econ ó mico , 1st ed Lima: Fondo Editorial de la Pontificia Universidad Católica del Perú Mundell, Robert Alexander 1963 Chính sách Ổn định Lưu động Vốn theo Tỷ giá hối đoái Cố định Linh hoạt Tạp chí Kinh tế Khoa học Chính trị Canada 29: 475 [ CrossRef ] Nguyên, Nhung Thi Kim 2017 Các Dài Chạy Ngắn Chạy Tác động Ngoại quốc Thẳng thắn Sự đầu tư Xuất Thuộc kinh tế Tăng trưởng Việt Nam Tạp chí Kinh tế Tài Châu Á 7: 519–27 [ CrossRef ] Oladipo, Olajide 2013 Đầu tư trực tiếp nước ngồi có gây tăng trưởng kinh tế dài hạn không? Bằng chứng từ nước Mỹ Latinh Caribe Kinh tế Quốc tế Chính sách Kinh tế 10: 569–82 [ CrossRef ] Parkin, Michael Robin Bade 2016 Kinh tế vĩ mơ: Canada Mơi trường Tồn cầu , xuất lần thứ Toronto: Pearson Pesaran, Mohammad, Yongsheol Shin Richard Smith 2001 Các phương pháp tiếp cận kiểm tra giới hạn để phân tích mối quan hệ cấp độ Tạp chí Kinh tế lượng Ứng dụng 16: 289–326 [ CrossRef ] Romer, Paul 1986 Lợi nhuận ngày tăng tăng trưởng dài hạn Tạp chí Kinh tế Chính trị 94: 1002–37 [ CrossRef ] Romer, Paul 1993 Khoảng cách Ý tưởng Khoảng cách Đối tượng Phát triển Kinh tế Tạp chí Kinh tế Tiền tệ 32: 543–73 [ CrossRef ] Sarker, Bibhuti, Farid Khan Năm 2020 Nexus Giữa Ngoại quốc Thẳng thắn Sự đầu tư Thuộc kinh tế Sự phát triển Trong Bangladesh: Phương pháp tiếp cận kiểm tra giới hạn độ trễ phân tán tự động phục hồi Đổi tài 6: 10 [ CrossRef ] Sharmiladevi, Jekka Chandrasekaran 2020 Nghiên cứu nhân hội nhập FDI vào, tăng trưởng kinh tế xuất khẩu: Góc nhìn Ấn Độ Tạp chí Quốc tế Quản lý Thông tin Kinh doanh Châu Á 11: 63–77 [ CrossRef ] Solow, Robert Merton 1956 Một đóng góp cho lý thuyết tăng trưởng kinh tế Tạp chí Kinh tế hàng quý 70: 65 [ CrossRef ] Sopta, Martina, Vlatka Bilas, Sanja Franc Năm 2021 Đồng liên kết Nhân Phân tích Giữa Ngoại quốc Thẳng thắn Sự đầu tư, Xuất tăng trưởng kinh tế Cộng hòa Croatia Quản lý 26: 145–58 [ CrossRef ] Sultanuzzaman, Md Reza, Hongzhong Fan, Mahamud Akash, Banban Wang Uddin Sarker Md Shakij 2018 Vai trò dòng vốn FDI xuất tăng trưởng kinh tế Sri Lanka: Phương pháp tiếp cận ARDL Cogent Kinh tế & Tài 6: 1518116 [ CrossRef ] Sydsỉter, Knut Peter Hammond 2008 Tốn học bổ sung để phân tích kinh tế , xuất lần thứ Harlow: Pearson Szkorupová, Zuzana 2014 Mối quan hệ Nhân Đầu tư Trực tiếp Nước ngoài, Tăng trưởng Kinh tế Xuất cho Slovakia Kinh tế Tài Thủ tục 15: 123–28 [ CrossRef ] Takayama, Akira 1994 Phương pháp phân tích kinh tế học New York: Máy gặt Wheatsheaf Tanaya, Olivia, Suyanto Suyanto Năm 2022 Các Nguyên nhân Nexus Giữa Ngoại quốc Thẳng thắn Sự đầu tư Thuộc kinh tế Sự phát triển Trong Indonesia: Phương pháp tiếp cận kiểm tra giới hạn độ trễ phân tán tự động hồi phục Giai đoạn Khoa học Xã hội Quản lý trường Polytechnica 30: 57–69 [ CrossRef ] Ngân hàng quốc tế 2022 Các số Có sẵn trực tuyến: https://data.worldbank.org/indicator? tab=all (truy cập vào ngày tháng năm 2022) Wang, Peijie 2020 Kinh tế ngoại hối tài tồn cầu , xuất lần thứ Berlin: Springer Yao, Shujie 2006 Về tăng trưởng kinh tế, FDI xuất Trung Quốc Kinh tế học Ứng dụng 38: 339–51 [ CrossRef ] Zhang, Kevin Honglin Năm 2001 Làm Ngoại quốc Thẳng thắn Sự đầu tư Khuyến khích Thuộc kinh tế Sự phát triển? Chứng cớ Từ Phía đơng Châu Á Latin Châu Mỹ Chính sách Kinh tế Đương đại 19: 175–85 [ CrossRef ] ... động kinh tế quốc gia, tốc độ tăng trưởng? ??GDP thực tế Peru 13,3% (trái ngược hẳn với 11% vào năm 2020) Đầu tư trực tiếp nước (FDI) tăng 7455 triệu USD (732 triệu USD vào năm 2020) tái đầu tư lợi... đến tăng trưởng kinh tế Bồ Đào Nha: Xuất hay FDI vào? Tạp chí Nghiên cứu Kinh tế 37: 26 7–8 7 [ CrossRef ] Baliamoune-Lutz, Mina 2004 FDI có đóng góp vào tăng trưởng kinh tế không? Kinh tế kinh. .. cao âm kỳ hạn b) Đầu tư trực tiếp nước tăng trưởng kinh tế Peru Herzer cộng ( 2008 ) thực nghiên cứu nhằm xác định tác động FDI tăng trưởng kinh tế 28 quốc gia giai đoạn 197 0–2 003 Ở Mỹ Latinh: